财税政策波动如何影响中国制造业转型升级——基于信息不对称和目标冲突视角的分析

李香菊 祝丹枫

(西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安710061)

一、引言

财税政策不仅是治国安邦的重要基石，也是政府进行经济管理最为直接有效的宏观调控工具。由于财税政策的基础性、引导性、制度性等方面特点，始终是改革进程中谋求经济结构调整、促进产品质量与企业效率提升、有效配置社会资源的关键性突破口(刘尚希，2015)。当前中国正处于经济发展的重要战略机遇期，在经济发展过程中起到“中流砥柱”作用的制造业无疑成为破解经济发展瓶颈的优先选择。2015年5月国务院正式印发了《中国制造2025》，这一文件指明了中国制造业的发展环境、趋势和格局，旨在推动中国从“制造大国”向“制造强国”全面转变。制造业转型升级不只是简单的总量加法，而是具有丰富内涵的革命性变革，具体内涵是：通过重新挖掘制造业劳动力新红利，选择能够充分发挥中国传统技能优势的技术与创新方式，以形成大规模生产、智能制造与中国资源禀赋优势完美结合的局面。毋庸置疑，政府财税政策对于中国制造业转型升级发展具有重要的推动作用与导向意义(张同斌 等,2012)，然而当宏观政策发生变化时(例如由扩张性财税政策转变为紧缩性财税政策)，作为微观主体的企业所面临的宏观环境也会随之而改变(饶品贵 等,2011)。

财税政策通过弥补社会边际收益与社会边际成本间的差额，将“外部性成本”纳入价格机制中，从而有效减轻负的外部性带来的不利影响，同时刺激性财税政策可以引导要素资源流入技术密集型产业及创新型产业，有助于减缓经济波动，创造出比较优势向竞争优势跃迁的新型转型升级模式(黄群慧 等,2013)。令经济学家担心的是，财税政策的反复波动和不确定性会增加企业生产单位产品所需的决策成本，其原因可以归结为企业和政府间存在双向的信息不对称。一方面，在信息传递和信息甄别过程中，企业比政府更了解自身需求，而政府只能通过宏观数据分析得出结论以及借鉴发达国家成功经验等方式调整要素的配置。类似于混同合约，政府会选择差异化的财税政策，但是却无法依据不同企业和产业的需求设计出具有分离效果的非劣势均衡策略。同时，过度的干预会影响市场竞争环境下的自然选择，并不能有效排除部分企业为了骗取财政补贴和税收优惠采取的弄虚作假行为，从而抑制了具有创新潜力企业的发展空间。另一方面，政策制定和政策实施都有延时的特性，企业无法预测政策下一步变化的方向及程度，导致企业通常会采取较为保守的风险规避型经营战略(Coles et al.,2005)。此外，由于中国存在分税体制不完善、地方政府财权与事权不对等、政府官员考核指标设计不合理等问题，国家层面财税政策的频繁变动可能为地方政府寻租活动带来更大空间。信息不对称可能会引发地方政府的“逐底竞争”行为，由此造成中央政府对相关政策进行反复调整，最终影响企业决策者的信心和情绪(Baker et al.,2012)。

因此，政府在决策过程中应厘清制造业转型升级的内涵、外延及实现路径，将创新驱动和结构优化作为核心理念，在尊重市场逻辑和制造业发展一般规律的基础上做出判断，以实现财税政策的应有之义，同时避免政策愿景向治理绩效转化中存在的“高投入—低回报”的问题，规避改革对产业竞争和技术进步产生负向效应。通过政策制定的精细化、标准化，以此构建“市场友好型”制造业政策体系。鉴于此，本文尝试探讨财税政策波动对制造业转型升级产生的影响，以期为制造业财税政策的制定提供有意义的借鉴。

二、文献综述

学术界最早关于政策波动与不确定性的探讨源于对政策“自动稳定器”作用和“相机决策”之间的争论。坚持“大市场、小政府”理念的学者们提出，政府采取相机决策过程中缺乏有效的约束机制，此种状况下市场机制与政府干预机制将同时发挥功效，但是“人为”要素配置与市场选择之间的矛盾可能引致市场偏离均衡路径，并伴随长期无法扭转的财政风险问题，因此应当将自动稳定器作为宏观调控的核心机制(Fatas et al.,2003;Blanchard et al.,2002)。然而，上述主张在许多发展中国家的政策实践中饱受质疑，依赖于自动稳定器来抵抗经济波动的国家在面临较大外部冲击的情况下，此时出现了市场瘫痪和财政政策顺周期的现象(李永友 等,2007)。由于保守的政策制定者具有强烈的低支出和去累积债务的偏好(Alesina et al.,1990)，从而严重限制了政府缓解经济波动和发挥政策乘数效应的可操作性；同时，自动稳定器不可能改变经济运行的实际方向(Sen et al.,2013)。

金融危机的爆发又一次将该议题推向了风口浪尖[注]联邦公开市场委员会和国际货币基金组织的报告显示，美国和欧洲的财政不确定性、监管失职和货币政策波动导致了2008年和2009年陡峭的经济衰退和缓慢复苏。。经济学家们认为各国财政部门及央行的过度干预、政策变动是引发危机的罪魁祸首，此后相关研究出现了空前繁荣的景象，学者们也将政策波动和不确定性的研究拓展到了多个领域。Baker et al.(2016)以美国主要新闻机构报道中出现“医疗改革”、“金融市场崩溃”以及“国防部命令”等与政策波动有关的关键词汇作为代理虚拟变量，进而构建了有关政策波动影响的VAR模型，通过研究发现：在控制时间效应条件下，政策不确定性指数每增加1%会导致股票市场的波动率上升0.11个百分点；此外，政府支出1%的变动会在企业层面产生0.4%隐含波动(implied volatility)的可能性。Bhattacharya et al.(2017)分析了政策波动对企业创新能力的影响机制，通过对比控制组(政策稳定)与实验组(政策波动)之间的差异发现：由于企业具有较强的政策消化和环境适应能力，因此政策本身与企业创新能力形成之间并无明显联系，但是政策的不确定性会改变企业的投资偏好，增加决策风险，从而扭曲了管理层的行为并降低创新动力。Gulen et al.(2013)利用政府执政党的更替作为外生代理变量分析了政策波动与FDI之间的关系，得出“在流动的周期时间内，政策不确定性变动1%会引起FDI平均下降12%”的研究结论。王红建等(2014)的研究结果表明，经济政策波动越强烈，企业的现金持有率会显著提高，且代理问题会愈发严重。从区域视角来看，经济发展较为落后地区的企业现金持有量对政策变动更为敏感。张玉鹏等(2016)基于反事实分析和门槛VAR模型考察中国非线性政策波动的宏观经济效应后认为，在经济萧条时期，政策波动可以提升民众的消费热情和企业的投资需求，从而对经济增长产生积极影响；在经济繁荣时期，消费者行为和银行信贷结构不会对经济政策波动产生显著影响。

金融危机的爆发也驱使经济学家们开始重新审视经济发展结构的要素特性及其结合形式，在此契机之下，“实业兴国”和“制造业强国”的发展理念重新回归(傅元海 等，2014)。黄群慧等(2015)认为中国制造业发展所面临的根本性挑战包括以下几个方面：“行为”层面的技术创新和学习难度、“绩效”层面的生产效率以及“环境”层面的外部冲击。Bartelsman et al.(2013)研究发现，制造业企业的生产效率与公司规模间呈现正相关关系，充足的要素供给是保证制造业企业持续扩张与发展的有效途径。Borghesi et al.(2015)研究认为，制造业企业创新过程中必须提升密集知识可转移的可能性，并在不同企业资源交换和组织学习的基础上产生协同效应和交叉受益效应。Amiti et al.(2013)对美国相关研究以及Ding et al.(2015)对中国的实证分析都表明：企业必须采用有效的创新战略以应对来自于低劳动成本国家进口产品的竞争。

此后学者们将目光聚焦于宏观政策与制造业发展的联动关系方面，许多研究从政策的波动和不确定性对制造业转型升级产生的影响入手。Huseyin(2016)利用PU指数测算了美国政府的政策不确定性，并通过对影响制造业企业固定资产投资进行探讨后认为：在实物期权理论框架下，企业会受到推迟投资决策以确保消除信息不对称所带来的不利影响；在金融摩擦理论下，政策不确定性会增加企业的外部资本成本，从而降低企业的投资，强化企业的财务约束。政策不确定性对企业的影响与企业的现金持有量比净债务息息相关。许多学者的研究也证实了上述观点(Gilchrist et al.,2012;Pastor et al.,2013)。Alexopoulos et al.(2015)构建出了“政策波动-经济外部冲击-市场活力降低-制造业企业金融管理风险加剧”的动态传导机制。Morris et al.(2018)通过一般均衡模型归纳总结的政策波动对制造业企业绿色技术进步产生的负面效应包括：企业有可能选择回避短期投资低碳技术的沉没成本、弱政策实现导致企业在平衡风险和收益时陷入被动的局面。Hellwig(2007)考察了政策波动是否会阻碍制造业企业国际化进程的研究结果显示，没有明显证据支持制造业企业国际化与政府决策、政府信息、政府角色、政府努力程度间存在显著联系。Nikolaos et al.(2013)探讨了政策波动、原油价格与制造业企业投资选择间的动态关系，并使用动态溢出指数实证检验了石油价格对政策波动的负面影响，以改变制造业企业投资选择的假说。

近年来中国学术界也开始重视政策波动对制造业转型升级影响的研究，但是大部分讨论都将产业政策的波动作为研究议题。孙早等(2015)对中国产业政策的实证研究发现：中央政府考核目标从“偏增长”向“重转型”的转变很大程度上影响了地方政府在落实产业政策和追求短期经济增长之间配置努力的水平；中央政府考核目标和产业政策的不断变化在不同地区表现出较大的差异性，因此市场化水平的提高是确保产业政策落实的有效途径。Feng et al.(2017)从贸易政策不确定性角度分析了制造业所存在的困境出发研究发现，政策不确定性的降低可以促进中国出口的分配额从国有企业向私人企业、外商投资企业转移。Wang et al.(2014)指出，宏观政策和产业政策应保持稳定性、持续性和透明性。依赖内部融资和非国有制造业企业受政策不确定性的影响较小，可以通过缓冲应对降低其负面效应。宋凌云等(2013)研究认为，在产业政策制定和实施过程中，政府应当充分挖掘和合理处理相关产业信息，确保产业政策目标的合理性与产业政策手段的可行性，以避免政策反复波动，降低其资源配置效应。

值得注意的是，现有的研究多数从单一角度探讨政策不确定性与制造业企业发展之间的潜在联系(包括企业投资、对外贸易、创新能力等)，研究集中于产业政策领域，且多采用虚拟变量模型，鲜有学者就财税政策波动对制造业转型升级发展的影响机理和作用效果进行分析。因此，本文尝试从以下几方面拓展现有研究：(1)以政府-企业间信息不对称和中央政府-地方政府间的目标冲突为切入点，诠释财税政策波动对制造业转型升级产生的负面影响；(2)多维度、多层面地构建中国制造业转型发展指标评价体系，从经济发展水平、科技含量、产业结构等多角度测算中国制造业发展能力；(3)运用财税政策波动的实际值实证分析其对制造业转型升级发展产生的影响。

三、理论分析、经验事实及研究假设

(一)中国制造业转型升级发展的理论分析及经验事实

依照历史事实和经验逻辑，制造业在其发展过程中存在两种不同的演变过程及产业聚集路径。首先，“第一自然”优势(即要素资源禀赋)的天然优势有助于地区制造业形成最初聚集，廉价劳动力供给、靠近国际市场的地理方位以及较高的人均资本存量等为劳动密集型制造业产业的发展壮大提供了有利条件，从而形成了产业专业化分工格局。但是伴随“刘易斯拐点”的临近以及劳动力工资的变化，人口红利消失殆尽，劳动密集型产业会流向具有低廉人力资本价格和资源成本的地区。此时“第二自然”优势(即偶然事件)可以激发出知识沉淀、累积和外溢效应，引发技术密集型产业的革新，并通过前后动态关联的融合催生新的产业部门诞生，同时延续高端产业的自我强化功能，引致产业间重新进行排列组合，形成新的行业集聚，制造业的转型升级发展由此应运而生。制造业转型升级发展不等于简单的产值增加，而是企业在生产实践过程中获得技术能力，并将技术优势转化为生产工艺改进、效率提升和产品升级。新产品的研发和原有产品工艺改进通常伴随企业的知识累积和技术融合，并通过生产要素在空间中的汇聚形成完整的产业链条集群，此后产业集群的逐渐完善和产业集群的自我调节功能会将其引入由企业内部规模经济向产业外部规模经济发展的良性循环。

就中国现状而言，许多深层次矛盾对中国制造业转型升级发展构成了严峻挑战。(1)粗放式的增长模式。尽管近年来许多新兴产业兴起，其产品涌入市场，需求侧拉动效应(人均收入水平的提高和消费结构的升级)保证了中国制造业发展的延续性和技术根植性，并使工业生产能力逐渐向高水平发展国家收敛。然而由于制造业生产部门对能源和劳动力等低价要素的滥用，以及盲目的“以量代质”式投入，从而忽视各要素间的替代弹性、价格规律，阻碍了生产要素的重组和流动，以致严重限制了投入组合向最优比例靠近，这成为制约中国制造业生产效率提升的潜在威胁。此外，作为制造业后发国家，系统性原始创新能力的匮乏迫使中国不得不面对技术进步生命周期所决定的技术学习和追赶问题。(2)模糊的发展战略。规划与一国制造业配置体系相适应的高端产业战略，这既是先发国家成功经验的逻辑延续，又是各国发展路径和产业格局异质性的集中体现。中国的制造业产业战略设计并未厘清模块化构架和一体化构架间的逻辑联系[注]模块化构架主要是指企业生产单一产品构件与其功能间有直接的对应关系，而一体化构架是指单一产品构件可能承担多种功能，同时单一功能由多个构件共同实现，学者们通常认为一体化构架比模块化构架需要更多的资金成本和更高的技术需求。以及产品模块化和工业模块化之间的独立性(黄群慧 等，2013)。模块化生产模式和一体化生产模式的创新发展需要考虑其与市场环境、既有技术范式和建设经验等的相容性。一方面，中国国有企业在一体化生产方面具有天然优势(政府对要素价格的干预以及较强的融资能力等)，应坚持技术能力内生化，在一体化构架板块构建自主技术开发和应用的主导权，放弃以流水线生产方式为主的模块化构架领域，转而投入到民营企业为主的竞争性市场，以形成合理的制造业产业分工体系；另一方面，技术进步能力可以结构化为生产环节效率、创新环节高附加值以及投资环节高强度技术学习能力。中国制造业转型升级应细分技术进步能力，选择产品生产和研发体系中的空白点，避免技术创新的碎片化、模糊化，通过模块化领域快速创新集成以及一体化领域的长周期侵略性投资的方式尽快靠近全球制造业技术前沿。(3)过度的行政干预。在宏观层面上，中国政府干预供给超过干预需求，片面强调产业集聚力和规模效应，忽视了需求侧的实际接受能力和承载量，导致企业随波逐流地寻求扩张途径，从而产生大量低效率的兼并重组和上市融资，供需关系的失衡可能造成政策效率的低下。就微观层面的产业政策而言，设立高新技术行业准入门槛、过度压缩产能、保护和扶植在位的大型企业等都会限制市场竞争，滋生各级政府的寻租和腐败行为，收入分配的不平衡会诱导企业家放弃产品质量升级和创新的努力，从而将精力投入到寻租活动上。

(二)政府与企业信息不对称视角下财税政策波动的理论分析及经验事实

尽管学术界就财税政策的相机决策和自动稳定器作用始终存在争论，但是在多数国家工业化进程中都曾使用扶持产业发展的财税扶持政策。政策设计和政策实施是一个动态过程，通常伴随着“制定-实施-评估-调整-再实施”的变动路径。在微观及中观层面，政府财税政策的实施表现为对企业经营活动、预期决策以及产业扩张路径的干预。具体而言，当财税政策由紧缩转向扩张时，企业倾向于采取开拓性投资策略，具体采用包括技术创新、组织机构变革以及收购兼并上下游企业在内的措施；同时政府支出可以发挥其乘数效应，以带动制造业相关产业实现跨越式增长，而财税政策由扩张转向紧缩会引起社会总需求的降低，导致制造业企业的资本积累放缓和利润空间被压缩，但是可以避免长期反周期政策和固态化“困惑现象”产生。

企业行为与政府政策选择是相互依存的，任意一方的改变都会引起另一方策略的调整，然而在实现市场均衡的过程中，信息不对称和信息传递机制的扭曲是影响博弈结果达到最优的最大障碍。中央及地方政府要促进制造业转型升级，淘汰落后产能，促进产业迈向中高端，而税收减免和财政补贴是实现既定目标的重要财税政策手段。但是，政府对市场情况和企业实际需求不具有完全信息，政策制定多依照先进国家成功经验和决策部门的预期，其与实际情况的偏离和反方向作用会导致政府制定下一步政策时将受挫的情形考虑进去，从而造成财税政策的反复波动，由此可能产生以下几方面负面效应：(1)扭曲市场机制。财税政策波动会对要素及产品的价格形成机制产生影响，对于制造业发展落后地区而言，制造业企业以国有企业为主，较低的经营绩效会导致国有企业的决策者难以应对复杂环境的变化，只能通过垄断定价、兼并潜在威胁企业或者索取政策资源等方式维持经营。(2)干预企业创新路径。企业研发需要经历漫长的周期，创新活动多数始于经济低谷期，市场产品的饱和促使企业必须寻求新的突破点，然而财税政策的波动会影响企业家的决策。在扩张的财税政策下，企业会通过选择政府科技目录中具有补贴和税收优惠资格的产业实现套利；当财税政策趋于收缩时，可能会重拾已经淘汰的落后产品以价格优势重新获利。(3)寻租行为的普遍滋生。在财税政策的反复调整中，会滋长企业家盯住“政策门槛”的制度投机倾向，从而产生“创新”惰性，并且由于缺乏实地调查和追踪考核机制，相关部门无法防止“政企合谋寻租”以及“重复优惠”现象的发生。(4)降低企业家信心。制造业财税政策具有两种调控信号，即主动信号(政策实施)和变动信号(调整倾向)。企业对于制度信号十分敏感，会依据已有的信息做出经营决策。然而在进行政策调整时，企业为被动接受者，甄别变动信号信息的失误有可能产生持续经营风险，从而采取“不识变、不应变、不求变”的消极战略。

(三)中央与地方政府公共政策目标冲突视角下财税政策波动的理论分析及经验事实

既然存在一些有说服力的理由来支持政府财税政策的有效性，那么通过协调要素分配和设计激励机制以确保制造业转型升级就成为公共部门的天然职责。在中国特殊的财政分权体制下，制造业管理呈现出集权的趋势，虽然地方政府占财政收入的比重呈现逐年递减趋势，但是财力的收紧却伴随着更为严苛的地方官员考核机制(祁毓 等，2014)，同时中央政府赋予地方政府实施财税政策以谋求制造业转型升级包含双重任务：一是总体发展水平的提升(总量增长)；二是发展方式的转变(质量提升)。在不同的发展阶段，中央政府会对其中的一项任务亦有所偏好。为此，地方政府试图通过两种方式化解财权和事权不对等的矛盾：一是地方政府利用财税政策将资源短时间集中于特定行业和企业，通过走捷径方式完成中央政府的考核任务；二是地方政府为了扭转财政吃紧的局面，不得不利用政治关联交易的方式获取更多的转移支付。

由于政策目标差异和信息不对称，在财税政策实施过程中，中央政府的垂直管理机制和地方政府的横向管理机制间冲突造成的政策波动会制约制造业转型升级的步伐。具体而言，企业和地方政府形成利益捆绑的关系，在国家制造业财税政策调整的情况下，地方政府会评估自身财政税收资源的聚集能力和考核指标完成情况，并在政策管辖范围内进行干预(张国兴 等，2013)。受制于地方政府的管理约束，企业必须把长远发展规划置于地方政府短期目标之下，同时地方政府也会在节能减排、产权交易以及监管等方面情况给予企业以“补偿”，由此二者产生了合谋的可能。

四、变量选取及模型构建

在上文分析的基础上，本部分建立衡量财税政策波动对制造业转型升级影响效应的实证模型，具体步骤为：首先构建中国制造业转型升级指标评价体系，其次介绍财税政策波动的测算方法，最后阐述实证模型构建依据和内容。

(一)中国制造业转型升级发展指标评价体系

有别于传统指标评价体系的构建模式，本文尝试从经济发展水平、科技含量、产业结构、要素生产率、环境和社会贡献以及需求侧支持[注]相较于实际值指标，比率性指标更为客观：一方面使用增长率作为指标可以体现出一定时期经济发展水平变化程度和是否具有持续增长的活力，另一方面比重类指标可以衡量相关经济变量的结构合理性。测算中国制造业转型升级能力(详见表1)，并在指标设定时较多地选取比率性和无量纲指标，以此客观反映制造业转型升级的变化情况。为了避免计量实验中可能存在因果关系不清晰的问题，在进行指标设计时将与税收和政府财政支出相关的指标进行剔除(如政府科技投入、制造业利税总额以及制造业边际税负率等)。

参考李廉水等(2015)的做法，利用兼顾主观判断和客观信息的多属性组合指标权重赋值方法对中国制造业转型升级水平进行评价。为了表现出制造业转型升级的内涵，突出科技含量和产业结构两个子系统的重要性，需要构建不同子系统间的模糊互补判断矩阵，并采用模糊层次分析法得到指标主观权重。综合现有文献，各子系统的赋值如下：经济增长水平(0.15)、科技含量(0.2)、产业优化能力(0.2)、要素生产率(0.15)、环境及社会贡献(0.15)、需求侧支持(0.15)。具体数据处理过程中：首先对不同类型的指标(正向指标和负向指标)进行标准化处理；其次构建不同系统间离差最大化非线性规划模型；最后进行归一化处理得到指标客观权重，并利用规范化指标数值计算出各项子系统的评价值。

② 传统观点认为，随着经济发展水平的提高，一个国家和地区会出现“飞雁”发展模式，即发达国家和地区可以将落后产业向其他国家和地区转移，继而将要素资源向高端产业和第三产业转移。本文以制造业转型升级为研究对象，因此在进行指标设计时主要考虑制造业发展水平，将制造业占比定义为正向指标。

(续表1)

注：表中指标被认为划分成正向与负向两种类型，正向指标表示指标值越大，发展水平越高，反之为负向指标；表中指标具体信息由作者整理所得，原始数据来源于2007—2016年《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国高新技术统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》及各省区统计年鉴。

① 多数学者在衡量要素生产效率时用总产出作为分子，但是相比产值，利润更能反映出企业真实生产能力，所以选择制造业总利润比制造业从业人数作为衡量指标更具合理性。

(二)财税政策波动的测算

选取具体指标描述制造业财税政策的波动是本文研究的关键。在税收政策方面，中国主要采用“税收减免+加计扣除”的方式鼓励制造业企业转型升级，具体包括对企业技术转让的减免税优惠、对符合国家认证的高新技术企业给予较低的税率、R&D设备进口的减免税优惠、新研发费用加计扣除税收优惠等，其中大部分政策的实施都是通过增值税和企业所得税的调整得以实现的。因此我们以制造业企业应交增值税总额和制造业企业应交所得税总额(数据来源于《中国工业统计年鉴2007—2016》)作为税收政策的解释变量。在财政支出政策方面，中国政府主要通过调整政府科技支出、政府补贴和一般性事务支出的方式引导制造业转型升级。据此，本文采用制造业R&D经费政府资金总额和财政用于制造业事务支出总额(数据来源于《中国工业统计年鉴2007—2016》及《中国财政统计年鉴2007—2016》)作为财政支出政策的解释变量。

现有研究衡量政策波动和不确定性主要有以下三种方法：(1)选用虚拟变量模型作为替代变量，即在政策变动或施行改革的年份加入哑变量(郝威亚 等，2016)；(2)以政府核心官员的变更描述政府的政策不确定性(陈德球 等，2016；周黎安 等，2012)；(3)利用区域国有资产所占比重的变化作为制度变量解释政策波动(胡晓珍 等，2010)。上述方法得出的结论可能有所偏颇，不适合于本文研究借鉴，理由基于以下三点：第一，财税政策对制造业发展以及企业经营决策影响的传导机制十分复杂，不排除实施效果反方向背离政策初衷和滞后延期的可能性；第二，中国国有资产所占比重较大，其对国民经济的发展影响依然保持着主导地位，但是国有资产所占比重只能解释市场化水平，不能客观反映政策的实际影响效应；第三，中国特殊的分税制体制、中央层面-省级层面财权与事权划分不均衡以及官员考核机制等都制约着核心官员治理理念的普遍适用型，核心官员发生变更之后，我们无法判断其改革措施是否真实反映为治理目标的延伸。

鉴于此，本文选用HP滤波法对数据进行处理，从中提取其波动系数。HP滤波是被学者们广泛应用的一种方法，与其他方法相比，其灵活性表现为：在模拟真实经济路径时不依赖周期波峰和波谷的确定，而将经济周期作为宏观经济对某一缓慢变动轨迹的偏离，并且能够将趋势成分和波动成分区分开来。因此借鉴DSGE模型在处理数值波动时的常规做法，应用HP滤波对财政和税收指标实际值进行趋势分离，以波动项与趋势项之间的比值作为政策波动的解释变量(见表2)。

表2 实证模型变量解释

资料来源：表中资料由作者整理所得。

(三)实证模型构建

借鉴曲玥等(2013)的方法构建实证模型，先通过截面数据分析方法初步解释财税政策波动对制造业转型升级的影响效应。在对截面数据的分析中，我们依据指标评价体系和得分计算方法对2006—2015年中国29个省区(由于新疆和西藏的数据严重缺失，为了保证实证数据的完整性，不将其纳入得分计算中)的相关数据进行计算，同时将子系统得分和总系统得分作为被解释变量，具体公式如下：

MDIji=C+β1×VATi+β2×BITi+β3×GER&Di+β4×FEMi+∑CVi+εi

(1)

其中，C为截距项；i代表各省区；j代表指标评价体系中的总系统和各子系统；∑CV为控制变量矩阵；ε为误差项。通过截面数据的分析可以发现，不同省份财税政策波动的个体差异对其制造业转型升级发展存在影响。为了准确地估计财税政策波动对制造业转型升级的影响，我们参考理论研究和相关文献的做法，针对性地选取如下变量作为控制变量：(1)经济发展能力：以省级人均GDP的对数来衡量；(2)资本密集度：用省级固定资产年平均余额净值与整个省份人数比值的对数作为控制变量；(3)教育水平：采用年教育支出的对数作为控制变量。进一步地，我们可以通过面板数据的分析方法，采用固定效应模型来关注财税政策波动对制造业转型升级的作用效果，特别是其时间效应。我们在模型中加入每一个变量滞后一阶值与其时间的交互项，同时还加上其与时间二次项交互项。具体构建的模型如下：

MDIjit=β1×T×VATit-1+β2×T2×VATit-1+β3×T×BITit-1+β4×T2×BITit-1+

β5×T×GER&Dit-1+β6×T2×GER&Dit-1+β7×T×FEMit-1+

β8×T2×FEMit-1+∑CVi+yeareffect+εit

(2)

其中，t代表年份，T代表对应年份的年份数值。模型中控制变量的选取与截面数据模型相同，并且控制了年份效应(yeareffect)。根据此模型，我们可以解释这一问题：在时间累积效应下，财税政策的波动对制造业转型升级的影响方向和作用程度是否存在变化。

五、实证分析

(一)中国制造业转型升级发展现状分析

表3的数据显示，当赋予比率性指标在体系中更高比例时，我们得到了与以往研究不尽相同的研究结论。这是源于指标体系构建的差异，同时也反映了中国制造业长期存在结构性矛盾、商业和技术耦合缺乏结合点以及资源要素投入失衡等问题。

表3 2006—2015年中国制造业转型升级发展水平评价结果

数据来源：表中数据由作者计算整理所得。

(1)制造业经济增长水平不断提高。从评价指标得分来看，从2006年的0.1642提升到2015年的0.8321，说明制造业保持了较快的增长速度。这一方面得益于资本、人力和能源要素的持续供给；另一方面也与财政资金的不断投入密切相关。从涨幅水平来看，以2008年和2009年为波谷将整体趋势划分为两个阶段。2007年制造业发展水平显著提高，可能的原因是：中国加入WTO以后，逐步融入世界工业产业链条当中，以贸易加工产品为主的出口贸易为制造业增长注入了新的动力。2008年金融危机对中国制造业造成了严重的冲击。伴随着国际产业分工模式由产品分工向要素分工的转变，缺乏核心技术竞争力和市场主导权的中国制造业企业不得不以“价格承让”方式承接发达国家的低端业务，加之FDI和对外贸易的减少，许多企业面临较高的经营风险，甚至濒临破产或成为“僵尸企业”。2010年以后制造业经济增长速度从谷底反弹，特别是2012—2014年制造业经济增长速度有了大幅度提高，合理的解释是：中国着力推动的战略性新兴产业实现了快速扩张和跨越式发展，而政府资金的引导推动和配套政策的改革对制造业的全面升级起到了较好的引领作用。2014年，在“供给侧”改革(淘汰落后产能和“三高”行业)的大背景下，制造业增长速度趋于平稳。

(2)制造业科技含量有待提高。评价指标得分由2006年的0.2241增长至2015年的0.6618，说明中国制造业由要素驱动向科技创新驱动转变已初现端倪，但是在总体趋势变化过程中出现大范围的震动，得分也普遍低于其他系统的平均水平。制造业产业链中各环节的价值创造能力取决于其要素密集程度，由于发展中国家核心技术和产品科技含量的缺失，从而导致企业在微利条件下选择扩大产能和增加劳动力要素方式维持经营。因此，如何由阶段性比较优势向知识要素密集培养模式转变，进而掌握国际流通渠道主动权和终端市场控制权，这是摆在中国面前的一个紧要问题。从变化趋势来看，子系统得分的增长速度逐年放缓，且2007年、2010年、2012年和2014年出现了下滑，这与中国长期坚持“重投入轻产出”、“重研发轻转化”、“重调整轻市场”、“重数量轻效率”、“重产业轻企业”的理念密切相关。尽管制造业R&D支出、企业科技人员数、专利申请和拥有量等都保持了强劲的增长势头，但是科研院所、企业与市场的脱节制约了知识储备向直接生产力转化的空间，科技投入入不敷出的局面给下一步的战略规划敲响了警钟。究其原因在于：一方面，中国正处于制造业技术改进阶段[注]James和Abernathy提出了著名的A—U创新模型，以此刻画产业技术进步的分布规律，并将其划分为流动、转化和成熟阶段。成熟阶段是指随着产品市场的成熟，企业创新的焦点转移到专业化、系统化和集约化的生产工艺改进。，由于价格竞争是该阶段企业争夺市场的主要方式，过度的资源消耗致使企业缺乏充足的创新动力；另一方面，中国基础研究和原始创新能力积累不足导致科技成果市场化过程中缺少前沿技术和新兴技术优势。

(3)制造业产业优化能力得分出现波动。评价值由2006年0.1376提升为2015年的0.7521，其中2011年、2012年和2014年出现回落，其余年份保持上升的趋势。这说明中国制造业产业结构得到优化，但是制造业产业结构不合理的现象依然存在。中国长期依靠较低劳动成本优势实现了制造业发展的初期积累，从而为制造业的崛起提供了有利条件。随着中国人口红利的消失，中高端技能与技术密集型产品的优势正在经历爬坡积累的结构调整阵痛期。2006—2010年子系统得分值的增长与引导先导产业企业和集聚效应突出的产业发展、削弱地方保护主义的影响密不可分。2010年以后，产业优化能力增速明显放缓，并伴随小幅波动，其原因可以归纳为以下几个方面：第一，中央政府“4万亿”投资计划多流入基础设施建设和钢材等行业，造成房地产市场泡沫，从而对高科技行业产生“挤出效应”，进而严重挤压了企业的利润空间，并且误导了市场资源(人力、资本和能源等)配置，阻碍了社会生产分配机制的形成；第二，中国区域产业体系缺乏异质性，地方政府盲目“跟风”和学习借鉴“成功经验”，忽视本地区的要素禀赋、技术基础积累和阶梯化产业分布格局，这些都不利于产业集聚的形成；第三，中国高新技术产业一体化的发展环境需要优化，管理模式需要改善。

(4)制造业要素生产效率问题凸显。表3中的数据显示，2009年、2011年、2013年和2015年中国制造业要素生产效率均出现了不同程度的下降。周晓艳等(2009)的研究认为，政策因素、制度因素、经济因素和历史因素是影响要素生产效率的主要原因。中国资本效率的变化主要由于不同产业间的资源错配所引起的，传统行业投资过度与高技术产业投资不足形成了鲜明的对比。虽然中央经济工作会议将“去产能”作为五大结构性改革任务之首，但是制造业资金效率低下的问题并没有得到明显的改善，并且金融服务业和房地产行业对资金的抢占，也导致制造业的资本投入要低于最优生产要素配置水平。中国劳动力要素生产效率下降的主要原因可以归结为两点：第一，中国的二元经济结构、户籍制度、行政干预等制度性因素不利于劳动力在不同区域和行业间的流动。社会阶层的固化和人才的“结构性流失”阻碍了劳动力价格弹性的全面提升。第二，中国已濒临“刘易斯拐点”的瓶颈状态，随着传统生产部门与现代化生产部门的边际产品趋于相同，劳动力无限供给状况难以为继，劳动力工资价格由水平运动到陡峭上升的骤变引致劳动力配置扭曲，并最终反映在劳动力要素生产效率方面。在能源效率方面，中国能源要素价格的扭曲对粗放增长模式产生锁定效应，使得许多低效率产业依然有利可图(林伯强 等，2013)，加之国有企业和民营企业间存在的资源误置，政府对资源初始分配权的垄断管理所滋生出的“寻租”行为，这些都对中国制造业能源效率的提升产生了负面影响。

(5)制造业环境和社会贡献能力逐年稳步提升。该系统的评价值由2006年的0.0827增加到2015年的0.8544，2015年的数值高于其他子系统的得分，表明中国制造业环境和社会贡献能力取得了长足的改善，但是2013年以后增长速度逐渐放缓。近年来，中央政府高度重视制造业污染排放问题，以科学可持续的发展观为理念，将“生态文明”纳入各级政府官员考核指标体系中，并且制定了一系列与环境保护相关的法律法规[注]《中华人民共和国环境保护法》自2015年1月1日起开始正式施行，这一法律明确规定了多种污染和其他公害物种类，提出通过设定污染排放限额、构建全面环境质量检测系统、鼓励与推动防污设施设备投资和建设等方式改善居民生活和生态环境。。中央和省级层面环境管理水平的提升有效增强了制造业企业环境保护能力，然而中央和地方财政分权框架下的责任划分与集权治理以及地方保护主义与跨区域生态补偿间的矛盾却依然突出(祁毓 等，2014)。因此，地方政府收益-成本的不对称需要由“条块”协调向“网络”协调机制的转变来加以解决。就社会贡献能力而言，中国制造业发展正逐步由生产型制造业向服务型制造业转变，随着制造业服务性收益占比愈益增大，其对居民生活水平的提升效应愈加明显。制造业产前研发和设计服务、产中的物流和供应服务以及产后的营销和销售服务水平的提升，这为制造业人均利润的增加以及社会服务能力的增强提供了保障。

(6)需求侧支持力度有限。就需求侧支持子系统的得分值而言，2012年后开始出现波动，2013年和2015年都出现了小幅回落，这表明由于人口结构老龄化趋势和消费结构不合理，以至于无法通过需求侧有效扩大内需，拉动经济增长和供给侧产业结构升级。就消费而言，中国虽然已形成大规模的中等收入人群，出现大范围城镇化聚集，但养老、医疗、教育等高水平支出抑制了居民消费水平的提高。并且由于初次分配中土地、资本等要素容易形成垄断，导致其无法依照市场价值参与分配；再分配中高收入群体调节、中等收入群体扩大、低收入人群精准扶贫的政策措施尚未完善，从而导致阶级固化和社会流动性降低。较低的消费水平和不合理的消费结构抑制了产品供需关系在更高水平上形成均衡点和良性的经济循环。就人口结构而言，人口周期和经济周期存在较强的同步性。相比于资本、能源、土地等生产要素，劳动力要素具有更强的规模效应和更大流动性。然而，中国劳动力要素的供给和配置受到人口老龄化的影响，长期存在较大的风险累积隐患，劳动人口的减少不仅会制约制造业有效劳动力的供给，还会阻碍内需扩大和消费结构升级。

(7)制造业转型升级能力提升任重道远。总体而言，中国制造业转型升级发展水平在稳步提升，由2006年的0.1399提升为2015年的0.7553。在经历了“金融危机”的镇痛调整期后，经济增长速度有所放缓，正处于由“数量积累”向“质量跃进”的关键机遇期，增速换挡、动能转换、产业优化、空间布局、结构调整、横向联动、纵向贯通是未来长时间面临的问题。五个子系统中，制造业经济增长水平与环境、社会贡献发展态势良好，科技含量、产业优化能力和生产要素效率在一定程度上会减慢制造业转型升级的步伐。

(二)财税政策波动对中国制造业转型升级发展的影响分析

接下来将视角转向财税政策波动对制造业转型升级发展的影响。表4列举了2006—2015年截面数据的实证分析结果，可以看出：财税政策的波动对制造业转型升级的作用效果明显，中国制造业转型升级水平对税收政策波动的敏感度高于财政支出政策。就衡量税收政策波动的解释变量而言，除2010年和2013年外，增值税和企业所得税的系数均为负，并都在10%的显著性水平上通过检验。对以上结论的解释是：第一，相比于财政支出政策，税收政策的波动与企业的实际经营和战略规划联系更为密切。中国制造业财政支出激励政策多以一次性补贴为主，而税收政策则是直接与企业每期成本和利润挂钩，这对企业下一步决策和科技投入力度的影响更为深远。第二，区域制造业转型升级能力的差异受市场化程度和政府管理能力的限制。制造业发展水平较高省份的税收政策具有长期性和稳定性的特点，不会盲目调整税收政策以追求短期效益或保护地方利益，从而割裂其与其他地区潜在的产业互动和技术融合，这有助于维持税收稳定，但也抑制了制度障碍造成的资源错配效应、挤出效应、寻租效应等对企业科技投入的持续动力产生的冲击。而经济落后地区的官员误读“有为政府”的定位，对自身的资源禀赋、产业条件以及创新的不可预见性较为盲目，在没有掌握市场和企业有效信息的情况下大面积、无规律地推动新税收政策实施，将经济实验自由锁定在规划的路径上，最终造成市场无序、恶性竞争、研发市场要素价格上涨，并有可能引起“企业家精神”朝着“聚力寻租”转变。

就衡量财政支出政策波动的解释变量而言，制造业R&D经费中政府资金波动变量的系数均为负值，其中2010年、2011年和2013年系数值在1%的显著性水平下通过检验，其他年份系数值并不显著，可能原因是：在内生性问题的干扰下，变量的显著性有所下降。但出乎意料的是，除2009年外，财政用于制造业事务支出总额波动项的系数为正，且显著性水平均在10%之下。尽管企业研发支出的私人收益率和社会收益率之间的差额为政府加大财政科技支出力度提供了理论支撑，但是政府对企业科技支出提供补贴的过程中常在“扶弱”和“促强”间难以取舍，对科技研发过度干预造成了财税政策波动，进而阻碍了中国制造业转型升级的步伐。而财政用于制造业事务支出方面，除了科技方面的支出外，还囊括了科技园区设置、信息收集以及企业重组兼并等方面支出，这部分支出对企业科技创新影响更多体现为辅助作用，不仅不会对企业的实际经营和决策产生影响，还可以更好地体现“功能型”和“服务型”政府的作用，从而为制造业企业的转型升级搭建更好的市场化平台，并由此提供产品应用、市场拓展、信息传递等方面支持。

表4 2006—2015年财税政策波动对制造业转型升级发展的影响情况

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号中为标注差。下同。

表5显示了截面数据实证结果中财税政策波动对各子系统的影响情况。具体而言，增值税的波动对科技含量、产业优化能力、要素生产率和环境社会贡献四个子系统都产生显著负向效应(P<0.1)，其中对科技含量影响最大，显著性最强(-82.3647，P<0.01)，对产业优化能力的影响最小(-50.3975，P<0.05),而经济增长水平的回归系数并不显著。企业所得税波动显著地阻碍了除经济增长水平之外的其他子系统能力提升，但企业所得税的波动对需求侧支持子系统的影响最小(-17.6541，P<0.1)。政府R&D支出方面，所有回归系数均为负值，但只有科技含量和产业优化能力通过显著性检验。政府财政制造业事务支出波动对各子系统起到了正向推动作用，经济增长水平、科技含量及环境社会贡献的回归系数均通过显著性检验。

为什么以“科技进步”为导向的财税政策调整反而抑制了制造业向理想表现形态的转变？究其原因，创新领域的资源错配和结构性矛盾是罪魁祸首。一方面，发展落后省份的政府在财税政策设计和调整过程中偏向“短期效益”和“拿来主义”，将“完善科技创新体系”理想化，追求以提高制造业专利数和科技支出总额的方式应对上级考核，但是却无法掩盖出现研发资金入不敷出的问题，并且在没有厘清市场孕育积木式创新、渐进式创新以及颠覆性创新之间内在联系和协调机理的情况下，仅凭借“经验主义”人为干预创新周期和知识融合路径的形成。另一方面，国有企业是财税政策调整的最大收益者，在与民营企业的争夺创新领域过程中，通过设立垄断性的市场准入门槛和掠夺财税政策红利的方式挤压民营企业的创新空间，导致民营企业只能借助于人力成本和生产效率优势在低端化的制造业领域获取利润。

表5 2015年财税政策波动对制造业转型升级发展的影响情况

(三)时间累积效应下财税政策波动对中国制造业转型升级发展的影响分析

以因变量滞后一阶值和时间的交互项作为解释变量，既可以验证时间累计效应下财税政策波动是否干预或促进了制造业的转型升级，又可以对截面数据进行稳健性检验。检验的结果很好地描述了在时间积累效应下财税政策波动对制造业转型升级的影响。我们发现，经济增长水平、增值税政策变动值与时间交互项两者呈现显著负相关关系(-39.9572，P<0.05),政府财政制造业事务支出波动值与时间交互项表现为显著正相关关系(38.9676，P<0.1)。科技含量子系统受财税政策变动的影响最为显著，所有变量与时间交互项均在10%的显著性水平上通过检验，其中增值税波动的回归系数最大。产业优化能力、要素生产效率和环境社会贡献子系统及总系统中税收政策波动系数均显著为负，政府财政制造业事务支出波动系数显著为正，而政府R&D支出的波动对各系统没有显著影响。需要特别说明的是，财税政策的波动对需求侧支持子系统的影响较弱，只有企业所得税波动的系数通过显著性检验。这一方面是由于人口结构的外生性导致其不受财税政策的影响；另一方面，企业所得税波动对消费结构产生负面影响，而其他政策均无此种效果(见表6)。

表6 时间累计效应下财税政策波动对制造业转型升级发展的影响情况

以上的结论很好佐证了学者们的观点，即：财税政策的反复调整会引致企业家通过与政府建立更多政治联系来获取财税政策方面的优惠红利，这在经济发展水平较低和制度约束不足的地区表现更为显著(余明桂 等，2010)。由于地区间制造业财税激励政策的执行能力和资助裁量权之间存在明显差异(陈德球 等，2016)，落后地区政策的不确定性会削弱市场结果的可预期性，增加制度性交易成本，从而影响企业的经营战略，使其趋向于采用“短视”和“保守”的投资策略(Pastor et al.，2013；Durnev，2010)。在时间累计效应下，政策方差会被放大，政策的不确定性和模糊性会抑制企业的创新活动和生产要素投入组合。

六、结论及政策建议

本文以政企间信息不对称和中央及地方政府目标冲突为视角，通过构建模型解释了财税政策波动对制造业转型升级发展产生的影响。利用2006—2015年省级层面数据为样本，构建了制造业转型升级的指标评价体系，并通过截面回归模型和加入时间交互项的面板回归模型进行计量检验。研究发现：(1)中国制造业发展正处于由“数量积累”向“质量跃进”的关键机遇期，要素驱动向创新驱动的转变已初现端倪，但是科技含量、产业优化能力、生产要素效率以及需求侧支持方面的问题依然突出；(2)相比财政支出政策，税收政策的波动与企业的实际经营、战略规划联系更为密切。经济落后地区政府错误调整税收政策将会导致资源错配效应、挤出效应、寻租效应，从而对企业科技投入的持续动力产生冲击；(3)追求以制造业专利数和科技支出总额增加为目标的财政R&D支出调整，阻碍了创新周期和知识融合路径的形成，限制了制造业转型升级能力的提升；(4)以“功能型”和“服务型”为指导理念的财政制造业一般性支出政策的波动与制造业转型升级能力的提升呈现显著正相关关系；(5)在时间累积效应下，增值税和企业所得税政策波动抑制了制造业发展潜力，而财政R&D支出变化没有通过显著性检验。

针对上述结论，本文提出以下政策建议：

第一，转变政府职能，构建“功能型”、“服务型”政府。中国制造业发展面临新问题、新环境，这就迫切需要政府从长期性、全面性、国际竞争性的角度出发，摒弃传统共性制度思维模式，坚持市场机制在资源配置、技术进步、供需均衡方面的基础性作用，将政府职能、管理体制和管理方式由“引导型”、“干预型”向“功能型”、“服务型”方向转变。

第二，维持财税政策的稳定。一方面，在制定激励性财税政策时，中央政府应给予地方政府一定的可调控权限，可以依据不同地区的实际情况和产业异质性针对性地调整其制度安排，在长时间内维持税率和财政补贴力度的稳定性，增强企业对政府行为的可观测性和市场对政策的预期。另一方面，政府应消除政企间财税政策的信息不对称，通过加大市场调研力度，大数据模拟、开设试验区等方式获得更为准确和有效的市场信息，并且强化各部门间的协调、沟通以及政策透明度，以政策实施的可行性、稳定性和科学性增强企业信心，同时鼓励企业建立抵御市场和外部冲击的内部管理机制，提高风险承担能力。

第三，防止寻租行为的滋生。中国政府创租和企业寻租行为的形成源于其已经作为经济活动的重要组成部分实现了制度化(Woo，2008)，并且政府对市场过度的干预和政策波动为寻租活动培育了肥沃的土壤(Gao，2011)。首先，应制定合理的官员考核机制，将制造业发展的长期性经济效益指标和市场化程度纳入其中。其次，建立和推行独立的第三方政府财务审计和顾问制度，对财税政策实施过程中的决策、项目执行等均由第三方展开细致和谨慎的论证，并出具独立意见。通过科学合理的方法将官员的权力关进牢笼里，将权力范围锁定和压缩在制度的细节上(申宇 等，2015)。最后，各地政府需要给民营企业搭建公平、公开、公正的政商沟通平台，防止财税激励措施被低效的国有企业所“俘虏”，消除对国有和民营企业的不平等待遇，交由市场决定经济蛋糕的分割。